Đề tài Surfing the waves of globalization: asia and financial lobalization in the context of the trilemma

Cuối cùng, cho tất cả các nhóm, gộp chung cả ba chính sách, đã tác động nghịch biến vào biến động tỷ gia hối đoái thực, nhưng tác động đồng biến đối với biến động đầu tư qua các năm, mặc dù ảnh hưởng gộp của bộ ba bất khả thi dường như không đáng kể cho nhóm các nền kinh tế Châu Mỹ La Tinh. Sự kết hợp chính sách bộ ba bất khả thi như nhân tố tăng biến động cho đầu tư không phải là mối quan tâm lớn đối với các nền kinh tế thị trường mới nổi Châu Á, nơi thương mại quốc tế hội nhập hoàn toàn (Hình 7a). Dòng đầu hình 10 trình bày mức độ biến động thực tế của sản lượng, đầu tư, và tỷ giá hối đoái thực (Thanh màu xanh dương) kết hợp với ảnh hưởng ước lượng của cấu trúc bộ ba bất khả thi (Thanh màu cam) cho thời kì 2002-2006, sử dụng hệ số tương quan ước lượng và dữ liệu thực tế cho mẫu (1) trong bảng 2-1 (cho biến động sản lượng) và mẫu (1) và (4) trong bảng 3-1 (cho biến động đầu tư và biến động tỷ giá thực). Dòng cuối cùng trình bày biểu đồ Kim cương cho từng nhóm quốc gia. Các số liệu trong ngoặc bên cạnh tên nhóm quốc gia báo cáo tỷ lệ trung bình của hội nhập thương mại đối với tỷ lệ đầu tư trong giai đoạn 2002-2006 để chỉ ra nền kinh tế hội nhập như thế nào.

pdf49 trang | Chia sẻ: lvcdongnoi | Ngày: 23/06/2014 | Lượt xem: 1317 | Lượt tải: 2download
Bạn đang xem nội dung tài liệu Đề tài Surfing the waves of globalization: asia and financial lobalization in the context of the trilemma, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
những gì đã được tìm thấy trong lý thuyết. Trong hồi quy về biến động của sản lượng (thể hiện trong cột (1) đến (3) của các bảng 1-1 và 1-2), mức thu nhập càng cao (ở Mỹ) thì biến động của sản lượng càng giảm, mặc dù ảnh hưởng là phi tuyến. Biến động của sản lượng cũng có thể tăng cùng với một sự thay đổi trong tỷ lệ lãi suất thực tế, nó chỉ ra rằng lãi suất thực của Mỹ thể hiện gánh nặng thanh toán nợ của các nền kinh tế. Cú sốc về thanh khoản thương mại lớn thì mức biến động sản lượng càng cao, phù hợp với Rodrik (1998), và Easterly, và cộng sự (2001) đã lập luận rằng biến động hàng hóa thế giới thông qua hội nhập thương mại có thể tăng biến động sản lượng.20Các quốc gia với chính sách tài khóa thuận chu kỳ có khuynh hướng trải qua những biến động của sản lượng nhiều hơn trong khi quốc gia với thị trường tài chính phát triển hơn có xu hướng trải qua biến động sản lượng thấp hơn, mặc dù chúng không có ý nghĩa về mặt thống kê.21Kết quả vẫn đúng với các 19 Họ cũng nghiên cứu các nhân tố quyết định đến mối tương quan ngược chiều và phát hiện rằng mối tương quan ngược chiều này càng lớn do sự yếu kém của các tổ chức định chế, nền kinh tế đang nằm trong giai đoạn phát triển, và sự bất lực trong việc thực thi chính sách tài khóa phản chu kỳ. 20 Mức ảnh hưởng của hội nhập thương mại là không đáng kể đối với tất cả các phân nhóm của các nền kinh tế và do đó bị loại bỏ trong các ước lượng hồi quy. Phát hiện này thể hiện các tranh cãi trong lý thuyết, trong đó cung cấp bằng chứng của cả hai cực: tác động dương (tức là mức biến động tăng) và tác động âm (tức là mức biến động giảm) của hội nhập thương mại. Ảnh hưởng của mức biến động tăng được thể hiện trong thời kỳ biến động - theo Easterly và cộng sự (2001) và Rodrik (1998). Đối với ảnh hưởng của mức biến động giảm từ việc hội nhập thương mại, vui lòng tham khảo Calvo và cộng sự (2004), Cavallo (2005, 2007), và Cavallo và Frankel (2004). Ảnh hưởng của hội nhập thương mại đối với mức biến động sản lượng cũng phụ thuộc vào các loại hình thương mại, ví dụ như, liên ngành (Krugman, năm 1993) hoặc trong nội bộ ngành công nghiệp (Razin và Rose, 1994). 21 Đối với các dự đoán mang tính lý thuyết về ảnh hưởng của sự phát triển tài chính, tham khảo Aghion, và các cộng sự (1999) và Caballero và Krishnamurthy (2001). Đối với kết quả thực nghiệm, tham khảo Blankenau,và cộng sự (2001) và Kose và cộng sự (2003). 21 nền kinh tế thị trường mới nổi mặc dù ý nghĩa thống kê có xu hướng yếu hơn. 22 Trong các chỉ số bộ ba, chính sách tiền tệ càng độc lập thì mức độ biến động của sản lượng càng giảm. Độc lập tiền tệ được sử dụng như là một công cụ để đo lường mức độ ổn định của nền kinh tế. 22.23.Mishkin và Schmidt-Hebbel (2007) phát hiện rằng những quốc gia theo đuổi chính sách lạm phát mục tiêu- một hình thức gia tăng mức độ độc lập tiền tệ có khả năng giảm thiểu mức độ biến động của sản lượng, đặc biệt đối với các quốc gia mới nổi 24.Mức 22 Khi mà mối tương quan giữa độc lập tiền tệ và dự trữ ngoại hối được loại bỏ ra khỏi mô hình ước lượng thì hệ số hồi quy của biến độc lập tiền tệ mang giá trị âm và có ý nghĩa ở mức 5% trong mô hình (1) của mẫu gồm các nước đang phát triển và trong các mô hình (1) và (2) của mẫu gồm các nước mới nổi. 23 Độc lập tiền tệ có tương quan gắn kết với sự độc lập của ngân hàng trung ương là một trong những phát hiện thú vị được tìm thấy bởi nhiều tác giả điển hình nhất là Alesina và Summers (1993), cho rằng các ngân hàng trung ương càng độc lập thì mức độ biến động của sản lượng càng thấp. Tuy nhiên, trong lý thuyết này, mức độ độc lập của ngân hàng trung ương thường được thể hiện thông qua các quy định về mặt luật pháp và / hoặc tỷ lệ doanh thu của các thống đốc ngân hàng, có thể mang lại những kết luận khác nhau so với phương pháp của chúng tôi về độc lập tiền tệ. 24 Mối quan hệ nghịch chiều giữa mức độ độc lập trong chính sách tiền tệ và mức biến động của sản lượng không phải lúc nào cũng đúng. Khi cơ quan tiền tệ phản ứng những cú sốc cung tiêu cực, nó có thể khuyếch đại những cú sốc này và làm trầm trọng thêm mức độ biến động của sản lượng. Cechetti và Ehrmann (1999) tìm thấy những liên kết tích cực giữa lạm phát mục tiêu và biến động sản lượng. 23 độ biến động sản lượng được giảm thiểu bởi tác động của độc lập tiền tệ giúp giải thích xu hướng duy trì mức độ độc lập tiền tệ qua các thời kỳ của các quốc gia đang phát triển, nhất là các quốc gia không thuộc nhóm quốc gia mới nổi. Nền kinh tế có tỷ giá hối đoái càng ổn định hơn thì mức biến động của sản lượng càng cao, không phân biệt nhóm quốc gia đang phát triển hay mới nổi. Và ngược lại, nền kinh tế có tỷ giá hối đoái càng linh hoạt thì mức biến động sản lượng càng thấp, như đã được tìm thấy trong Edwards Levy-Yeyati (2003) và Haruka (2007). Tuy nhiên, nếu sử dụng thêm công cụ dự trữ ngoại hối đi kèm thì mức độ biến động của sản lượng được giảm thiểu, điều này cho thấy rằng nền kinh tế có mức độ dự trữ ngoại hối cao có thể giảm thiểu mức độ biến động sản lượng. Ngưỡng dự trữ ngoại hối vào khoảng 13-18% GDP25. Singapore, một quốc gia có mức độ ổn định tỷ giá hối đoái trung bình (0.50 trong 2002-2006) và một mức dự trữ ngoại hối rất cao (100% GDP), có thể giảm thiểu mức biến động của sản lượng một lượng 2.7-2.9% điểm26. Chỉ số ổn định tỷ giá và tỉ lệ dự trữ ngoại hối của Trung Quốc lần lượt là 0.97 và 40% GDP trong giai đoạn 2002-2006, góp phần làm giảm mức biến động của sản lượng một lượng 1.4- 1.7%. Khi mô hình được mở rộng để kết hợp với tài trợ nước ngoài, (kết quả được báo cáo trong các bảng 2-1 và 2-2) nhìn chung các biến kiểm soát vẫn không thay đổi về mặt định tính, nhưng ý nghĩa thống kê của các biến chỉ số bộ ba tăng nhẹ27. Trong số các chỉ số bộ ba, một lần nữa độc lập tiền tệ vẫn là một trong những nhân tố chủ yếu làm giảm mức độ biến động của sản lượng. Các hiệu ứng phi tuyến của ổn định tỷ giá trong tương tác với dự trữ ngoại hối vẫn tồn tại, nhưng ngưỡng dự trữ ngoại hối được tìm thấy của các quốc gia đang phát triển là 12,6% GDP trong mô hình (3) và của các quốc gia mới nổi là 18-19%. 25 Trong mô hình (3) của bảng 3-1 giá trị của α1TLMit + α3(TLMit x IRit) của biến ổn định tỷ giá là 0.009ERSit - 0.067(ERSit x IRit)= ERSit (0.009 - 0.067IRit). Để biến ổn định tỷ giá có tác động làm giảm mức độ biến động của sản lượng thì 0.009 - 0.067IRit<0, tức là IRit>0.13 (tức mức độ dự trữ ngoại hối tối thiểu phải 13%GDP. 26 Vui lòng tham khảo các nghiên cứu trước đây về cấu trúc bộ ba ở Singapore của tác giả Moreno và Spiegel (1997) 27 Chúng ta phải lưu ý khả năng các chỉ số KAOPEN không thể phản ánh đầy đủ mọi sự thay đổi thực tế của dòng vốn xuyên quốc gia và các tác động của nó. Edwards (1999) thảo luận về khu vực tư nhân thường làm hỏng các hạn chế tài khoản vốn, vô hiệu hóa các tác động dự kiến của kiểm soát vốn điều lệ. Gần đây hơn, sự cởi mở trên thực tế của Trung Quốc, mặc dù tính hợp pháp của nó, là chủ đề của các nhà nghiên cứu (Aizenman và Glick, 2008, Prasad và Wei, năm 2007, và Shah và Patnaik, 2009). 24 Theo Bảng 2-1, Các quốc gia có tài khoản vốn càng mở thì mức độ biến động của sản lượng có khuynh hướng càng thấp. Tuy nhiên, các quốc gia có tỷ lệ dự trữ ngoại hối vượt mức 23% GDP thì mức biến động của sản lượng có thể tăng cao do theo đuổi mục tiêu hội nhập tài chính sâu28. 28 Kết quả của mô hình (2) trong Bảng 2-1cũng phù hợp với các kết quả của mô hình (1)và (3). Đó là, mô hình (2) dự đoán rằng nếu một quốc gia cùng lúc tăng mức độ độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính, nó có thể làm giảm mức biến động của sản lượng. Miễn là lý thuyết bộ ba vẫn còn giá trị, ví dụ ba mục tiêu chính sách có liên quan tuyến tính, như Aizenman và cộng sự (2008) thực nghiệm chứng minh, những nỗ lực của tăng cả MI và KAOPEN cơ bản giống như làm giảm mức độ ổn định tỷ giá hối đoái. Mô hình (1) và (3) dự đoán rằng ERS thấp hơn dẫn đến biến động sản lượng thấp hơn. Tuy nhiên, các mô hình này cũng dự đoán rằng nếu các quốc gia nắm giữ IR nhiều hơn so với ngưỡng, nó sẽ phải đối mặt với mức biến động sản lượng cao hơn, như được tìm thấy trong mô hình (2). 25 Trong số các biến tài trợ nước ngoài, sự gia tăng dòng tiền vào khác, ví dụ, ngân hàng cho vay hoặc các dòng tiền vào từ đầu tư nhận được bởi một quốc gia làm tăng khả năng nền kinh tế có thể đối mặt với mức biến động sản lượng cao hơn. Điều này phản ánh thực tế rằng các quốc gia gặp bất ổn kinh tế vĩ mô thường chứng kiến sự gia tăng vào từ cho vay của ngân hàng hoặc dòng tiền nóng từ đầu cơ danh mục. Tổng số dịch vụ nợ là một trong những nhân tố làm tăng mức biến động sản lượng trong khi khoản nợ ngắn hạn dường như không có ảnh hưởng. Những kết quả này trái ngược với những hiểu biết thông thường trước đây về nợ ngắn hạn từ bên ngoài29 3.2. SỰ BIẾN ĐỘNG CỦA LẠM PHÁT Các mô hình hồi quy về biến động mức độ biến động của lạm phát không đạt được ý nghĩa thống kê như là các mô hình hồi quy về các biến động sản lượng. Chúng tôi không trình bày các kết quả trong bảng này. Trong khi những phát hiện về các biến vĩ mô nói chung là phù hợp với lý thuyết, hiệu quả của các chỉ số bộ ba dường như là nhóm ước lượng yếu nhất. Tuy 29 Kết quả này có thể bị bóp méo do hiện tượng đa cộng tuyến giữa biến nợ ngắn hạn và các biến dòng vốn vào khác. Tuy nhiên, ngay cả khi ba biến dòng vốn vào ròng được loại bỏ khỏi mô hình thì biến tổng số dịch vụ nợ vẫn có tác động tích cực trong khi biến nợ ngắn hạn vẫn là một biến không có ý nghĩa đối với mô hình. 26 nhiên, ổn định tỷ giá là nhân tố làm tăng sự biến động, điều này trái với những gì đã được tìm thấy trong các tài liệu (như Ghosh & cộng sự, 1997) và ngược lại với thực tế, các quốc gia với mức độ ổn định của tỷ giá càng cao thì mức biến động lạm phát càng thấp. Điều này có thể là do nền kinh tế với chế độ tỷ giá cố định có khuynh hướng phá vỡ kỷ luật tài khóa và thường xuyên phá giá đồng tiền theo Tornell và Velasco (2000)30. Khi chúng tôi đưa thêm sự tương tác giữa các biến giả về sự khủng hoảng và biến độc lập ổn định tỷ giá vào mô hình để cô lập ảnh hưởng của ổn định tỷ giá đối với các quốc gia bị khủng hoảng, các hệ số ước lượng của biến ổn định tỷ giá giữ nguyên độ lớn và có ý nghĩa về mặt thống kê31. 3.3. MỨC LẠM PHÁT TRUNG BÌNH Các mô hình hồi quy về mức lạm phát trung bình có mức độ phù hợp thực tế tương tự như mô hình về mức biến động sản lượng. Mức độ biến động lạm phát càng cao thì mức tăng cung tiền M2 càng cao và cú sốc giá dầu có liên quan đến mức độ tăng cao của lạm phát. Ngoài ra, khi nền kinh tế thế giới phát triển nóng, mức độ lạm phát của các nước đang phát triển có khuynh hướng cao hơn, phản ánh mức cầu hàng hóa xuất khẩu tăng cao. Trong số các biến của bộ ba, tỷ giá càng ổn định thì mức độlạm phát càng giảm không phân biệtnền kinh tế đang phát triển hay nền kinh tếmới nổi, điều này phù hợp với lý thuyết (như là Ghosh và cộng sự 1997). Phát hiện này và các nghiên cứu trước đây về mối tương quan thuận chiều giữa sự ổn định tỷ giá và biến độngsản lượng là phù hợp với dự đoán mang tính lý thuyến rằng xây dựng một chính sách ổn định về tỉ giá là một sự đánh đổi đối với các nhà hoạch định chính sách. Nó sẽ giúp cho quốc gia đạt được mức lạm phát thấp hơn bằng cách tạo ra sự tín nhiệm cao hơn đối với các cơ quan quản lý tiền tệ nhưng cũng cùng thời điểm đó, nỗ lực duy trì sự ổn định tỷ giá hối đoái sẽ khiến các nhà hoạch định chính sách tránh khỏi một cơ chế điều chỉnh quan trọng thông qua sự biến động của tỷ giá thị trường. Các ước lượng cho cả hai nhóm quốc gia đang phát triển và quốc gia mới nổi cho thấy rằng một quốc gia có hội nhập tài chính càng sâu thì mức độ lạm phát càng thấp. Điều này thật thú vị. Mối quan hệ nghịch chiều giữa hội nhập tài chính và lạm phát là chủ đề gây tranh cãi 30 Tornell va Velasco tranh luận rằng khi các nền kinh tế có tỷ giá hối đoái linh hoạt phải đương đầu với chi phí của chính sách tài chính lỏng lẻo, thì các nền kinh tế có tỷ giá hối đoái cố định có xu hướng thiếu tính kỷ luật tài chính bởi vì “Hành vi cố định tỷ giá ngày hôm nay sẽ bị trừng phạt ngày hôm sau”. 31 Ngay cả khi mô hình kết hợp với nguồn tài chính bên ngoài, kết quả ước lượng cho thấy vẫn thấp, ngoại trừ dòng tiền FDI và tổng dịch vụ nợ. Trong khi dòng tiền FDI được cho là nhân tố để ổn định lạm phát, thì tổng dịch vụ nợ có thể làm cho lạm phát không ổn định, cả hai phù hợp với lý thuyết. 27 khi vấn đề toàn cầu hóa diễn ra32. Romer (1993) triển khai mô hình Barro – Gordon (1993), đã xác minh rằng một quốc gia càng mở rộng thương mại, các cơ quan quản lý tiền tệ càng ít có động lực để can thiệp, điều đó cho thấy một mối liên kết nghịch chiều giữa việc hội nhập thương mại và lạm phát. Razin và Binyamini (2007) dự đoán rằng cả việc tự do hóa thương mại và tài chính sẽ san bằng đường cong Phillips, và do đó các nhà hoạch định chính sách sẽ kém thích ứng với các khó khăn về tăng trưởng và tích cực hơn trong việc chống lại lạm phát33. Ở đây, thông qua ví dụ về các quốc gia đang phát tiển, chúng tôi tình bày các dẫn chứng phù hợp với mối quan hệ nghịch chiều giữa hội nhập tài chính và lạm phát. Việc mở rộng mô hình hồi quy có sự kết hợp chặt chẽ với nhân tố phảnánh các dòng tiền tài chính từ bên ngoài vẫn có những đặc điểm tương tự. Tuy nhiên, đối với các nền kinh tế mới nổi, sự tương tác giữa ổn định tỷ giá và dự trữ ngoại hối có tác động thuận chiều đối với tỷ lệ lạm phát. Mô hình (8) và (9) ở Bảng 2-2 chỉ ra rằng nếu tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP cao hơn mức 24% thì những nỗ lực trong việc theo đuổi sự ổn định tỷ giá có thể làm tăng mức độ lạm phát. Điều này có nghĩa là nền kinh tế có mức độ dự trữ ngoại hốiquá cao sẽ đối mặt với những giới hạn trong việc can thiệp vào chính sách tỷ giá để duy trìổnđịnh tỷ giá – là một trong những nguyên nhân dẫn đến lạm phát cao. Trong mẫunhóm các quốc gia đang phát triển (Bảng 2-1), chúng tôi cũng tìm thấy các ngưỡng như trong mô hình (8) và (9). Hội nhậptài chính sâu có thể làm giảm lạm phát nhưngchỉđối với trường hợp tỉ lệ dự trữ ngoại hối dưới mức 21 – 22% GDP. Chỉ khi có hội nhập tài chính, các nhà hoạchđịnh chính sách tiền tệ mới cần phải đối mặt với việc can thiệp vào tỷ giá hốiđoái, ngưỡng dự trữ ngoại hối đối với một quốc gia hội nhập có thể được lý giải tương tự như là ổn định tỷ giá. Điều này chỉ ra rằng mọi sự can thiệp đều có một giới hạn nhất định, đặc biệt đối với các quốc gia hội nhập kinh tế sâu. Aizenman và Glick (2008) và Glick và Hutchison (2008) cho rằng Trung Quốc đang phải đối mặt với áp lực lạm phát vào năm 2007 khi can thiệp vào thị trường ngoại hối để duy trì sự ổn định tỷ giá. Phát hiện này cho thấy rằng các can thiệp này tất yếu sẽ dẫn đến sự gia tăng mức độ lạm phát kỳ vọng nếu chúng nỗ lực duy trì sự độc lập trong chính sách tiền tệ và sự ổn định tỷ giá khi nền kinh tế có hội nhập tài chính. Sự gia tăng của áp lực lạm phát cung cấp bằng chứng cho thấy 32 Rogoff (2003) tranh luận rằng toàn cầu hóa góp phần làm giảm dần độ chênh lệch giữa giá bán và chi phí sản xuất của hàng hóa, và do đó triệt tiêu lạm phát. 33 Loungani và cộng sự (2001) chứng minh bằng thực nghiệm cho rằng các quốc gia có những giới hạn càng lớn trong việc di chuyển vốn sẽ đối mặt với đường cong Phillips càng dốc. 28 các nhà hoạch định chính sách không thể tránh khỏi sự đánh đổi của lý thuyết bộ ba chính sách. Cuối cùng trong số các biến dòng vốn từ bên ngoài, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) được xem như là một nhân tố có tác động làm giảm lạm phát. Điều này có thể là do nền kinh tế có khuynh hướng ổn định lạm phát để thu hút nguồn vốn FDI. Sau cùng, tổng nợ dịch vụ cao là một trong những nhân tố gây ra lạm phát cao ở những nước đang phát triển. 4. NHỮNG GỢI Ý ĐỐI VỚI CHÂU Á Các kết quả ước lượng về các nhân tố ảnh hưởng đến mức biến động của sản lượng sẽ cung cấp những hiểu biết về sự phát triển kinh tế của khu vực châu Á. Các quốc gia có thể triệt tiêu sự bất ổn trong sản lượng bị gây ra bởi việc ổn định tỷ giá bằng cách duy trì mức dự trữ ngoại hối ở mức tối thiểu nào đó (thường vào khoảng 13% đến 18% GDP) là một phát hiện giúp giải thích lý do tại sao nhiều nước châu Á mới nổi lại duy trì mức dự trữ ngoại hối cao.Việc hiểu rõ động cơ của việc nắm giữ ngoại hối cũng có ý nghĩa rất quan trọng trong giai đoạn khủng hoảng toàn cầu hiện nay.Một vài nhà kinh tế cho rằng những nổ lực tăng dự trữ ngoại hối của các quốc gia châu Á nhằm cố gắng để ổn định tỷ giá hối đoái đã làm tăng tính thanh khoản một cách nhanh chóng ở các thị trường vốn toàn cầu và đã góp phần vào sự cẩu thả trong sử dụng vốn của các nước phát triển, hiện tượng bong bóng nhà đất gần đây ở Mỹ là một kết quả. Do đó, chúng ta cần làm sáng tỏ cái cách mà dự trữ ngoại hối và chế độ tỷ giá hối đoái tương tác với nhau. 29 Hình 6 cho thấy hiệu ứng tương tác biên giữa ổn định tỷ giá và dự trữ ngoại hối dựa trên các ước lượng trong cột 3 của Bảng 1-2. Đối với mục đích trình bày này, nhóm các quốc gia mới nổi được phân thành 3 nhóm nhỏ: (i) nhóm các quốc gia mới nổi ở châu Á, (ii) nhóm các quốc gia mới nổi ở châu Mỹ La Tinh, (iii) và nhóm tất cả các quốc gia mới nổi còn lại. Trong các bảng số liệu, các số liệu ở đường kẻ thể hiện các mức ảnh hưởng khác nhau của ổn định tỷ giá đối với sự biến động trong sản lượng tùy thuộc vào mức dự trữ ngoại hối. Đường in đậm nằm ngang thể hiện ngưỡng 18%GDP của dự trữ ngoại hối, mức dự trữ ngoại hối càng vượt ngưỡng này thì càng giúp ổn định tăng trưởng kinh tế34.Chẳng hạn như, đường kẻ đậm phía trên ngưỡng thể hiện sự kết hợp giữa mức ổn định của tỷ giá và mức dự trữ ngoại hối làm sụt giảm độ biến động của sản lượng 1%. Ở phía trên đường ngưỡng, các đường kẻ nằm xa hơn về 34 Trong mô hình (3) của Bảng 1-2, α1TLMit + α3(TLMit x IRit) của biến ổn định tỷ giá là 0.012ERSit - 0.066(ERSit x IRit). Nếu ảnh hưởng biên là -1% thì -0.01 = 0.012ERSit - 0.066(ERSit x IRit). Từ đó suy ra it it ERS IR 066.0 01.0 066.0 012.0   . Bằng cách lặp lại cách tính toán này với tác động -2%, tác động -3%, v.v… để tạo ra được các số liệu khác. 30 góc đông bắc cho biết rằng mức ổn định tỷ giá và mức dự trữ ngoại hối càng cao thì càng làm giảm độ biến động của sản lượng. Ngược lại, ở phía dưới của đường ngưỡng, các đường kẻ nằm xa hơn về góc đông nam cho biết rằng mức ổn định tỷ giá càng cao và mức dự trữ ngoại hối càng giảm thì làm cho sản lượng càng bất ổn. Trong mỗi hình, các biểu đồ phân tán của ERS và IR được đặt lên trên cùng. Các vòng tròn màu đen thể hiện ERS và IR trong giai đoạn 2002-2006 và dấu x màu đỏ thể hiện cho năm 1992-1996.35 Các biểu đồ này làm nổi bật một số các quan sát thú vị. Trước tiên, giai đoạn từ năm 1992-1996 và năm 2002-2006, các thời kỳ này bao gồm những làn sóng cuối của cuộc khủng hoản toàn cầu có tâm chấn ở châu Á, nhiều quốc gia, đặc biệt là những quốc gia trong khu vực Đông Á và Đông Âu, gia tăng mức dự trữ ngoại hối vượt ngưỡng. Thứ hai, sự dịch chuyển không cần thiết về hướng đông bắc. Thay vào đó, chúng nằm quanh mức ngưỡng, nơi mà sự ổn định của tỷ giá không có ảnh hưởng đến độ biến động của sản lượng, nếu chúng không dịch chuyển cao hơn về vùng giảm độ biến động của sản lượng (chẳng hạn như Bulgaria và Trung Quốc). Cuối cùng, chỉ có một số ít các nền kinh tế thành công trong việc làm giảm sự biến động của sản lượng từ việc kết hợp của ERS và IR. Các nền kinh tế này bao gồm Botswana, Trung Quốc, Hồng Kông, Malaysia, Jordan và Singapore. Tuy nhiên, thực tế là ba nền kinh tế châu Á trong số các nền kinh tế này có lượng dự trữ ngoại hối lớn và mức ổn định tỷ giá cao mới có thể giải thích tại sao các quốc gia châu Á thườngđược xem là các quốc gia thao túng tiền tệ mặc dù họ thông thừa nhận. Điều thú vị là, ngoài tác dụng tương tác của IR với ERS, Bảng 4-2 cho thấy rằng nếu một quốc gia có mức dự trữ ngoại hối lớn hơn 24% GDP, nó sẽ vô hiệu hóa tác động làm giảm mức biến động sản lượng của ổn định tỷ giá đang theo đuổi, và cho rằng sự can thiệp tỷ giá sẽ gây ra lạm phát tiềm ẩn. Trên thực tế, nhiều quốc gia châu Á mới nổi có mức dự trữ ngoại hối vượt ngưỡng 24% như trong hình 6, điều này có nghĩa các nền kinh tế này cần phải nhận thức được tác động con dao hai lưỡi của chính sách theo đuổi sự ổn định tỷ giá và việc tăng mức dự trữ ngoại hối. Như chúng ta đã thảo luận trước đó, Trung Quốc là một trong số các nền kinh tế này. 35 Hệ số ước lượng của mức độ IR mang giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở Cột (1) của Bảng 1-2, nó cho thấy tác động làm tăng mức biến động của mức độ dự trữ ngoại hối. Vì thế, nó là một sự đánh đổi giữa mức dự trữ ngoại hối nhiều hơn và việc ổn định tỷ giá hơn mỗi khi mức dự trữ ngoại hối vượt ngưỡng. Phân tích được thể hiện trong Hình 7 tập trung vào tác động biên của ổn định tỷ giá và cách thức thay đổi của nó tùy thuộc vào mức độ dự trữ ngoại hối trong khi các mức dự trữ ngoại hối cao sẽ kéo theo mức độ bất ổn cao. 31 5. NGHIÊN CỨU THÊM VỀ SỰ BẤT ỔN TRONG TĂNG TRƯỞNG VÀ NHỮNG SỰ LỰA CHỌN BỘ BA BẤT KHẢ THI 5.1 CÁC KÊNH DẪN ĐẾN BẤT ỔN TRONG TĂNG TRƯỞNG Việc nghiên cứu thêm tình hình hiện tại của nền kinh tế thế giới có thể không cung cấp thêm thông tin gì nhưng nó giúp củng cố các kết quả ước lượng về độ biến động của sản lượng. Câu hỏi được đặt ra là bằng con đường nào mà các nhân tố này tác động đến sự biến động của sản lượng. Để có thể trả lời câu hỏi này, chúng tôi ước lượng các mô hình tương tự đối với biến động sản lượng nhưng thay thế biến phụ thuộc bằng mức độ ổn định của tỷ giá hối đoái thực, một nhân tố có tác động đến xuất khẩu ròng, và sự bất ổn của đầu tư. Thực nghiệm này sẽ giúp chúng ta xác định liệu các sự lựa chọn của chính sách bộ ba có thay đổi phụ thuộc vào mức độ hội nhập nền kinh tế, và nếu có thì chúng sẽ tác động tới cái gì. 5.1.1 CÁC KẾT QUẢ VỀ MỨC BIẾN ĐỘNG TRONG ĐẦU TƯ VÀ MỨC BIẾN ĐỘNG TRONG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC Các kết quả được hiển thị từ cột (1) đến cột (3) của Bảng 3 tương ứng với các biến động đầu tư và từ cột (4) đến cột (6) của Bảng 3 tương ứng với mức độ ổn định tỷ giá hối đoái thực. Tuy nhiên, đối với các ước lượng về mức độ ổn định tỷ giá thực, một số biến giải thích đã được thay đổi. Đặc biệt, sự thay đổi trong tỷ lệ lãi suất thực của Mỹ, chính sách tài khóa thuận chu kỳ, và sự phát triển tài chính (được đo lường bằng tỷ số tăng trưởng tín dụng tư nhân so với GDP) đã bị loại bỏ khỏi mô hình, và được thay thế bằng các biến gồm mức biến động của lạm phát, và sự khác biệt trong biến động lạm phát giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở.36 Việc so sánh các kết quả thu được với các biến phụ thuộc khác nhau đã tạo ra được một số phát hiện khá thú vị. Đầu tiên, chúng ta cũng có thể thấy độc lập tiền tệ có thể làm giảm mức độ bất ổn trong đầu tư tương tự như đối với mức độ bất ổn trong sản lượng ở các mô hình hồi quy trước. Tuy nhiên, nếu mức dự trữ ngoại hối vượt 15-20%GDP, độc lập tiền tệ quá mức có thể gây ra bất ổn cao trong đầu tư. Điều này có thể là do mức dự trữ ngoại hối quá mức có thể làm cho tính thanh khoản của nền kinh tế ở mức cao, vì thế dẫn tới sự thay đổi đột ngột hơn trong chi phí vốn. Thứ hai, bên cạnh việc có thể mang đến một sự ổn định cao trong tỷ giá hối đoái thực, sự ổn định cao trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa cũng có thể làm cho việc đầu tư bất 36 Chúng tôi cũng đã kiểm nghiệm sự khác biệt về lãi suất giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở nhưng kết quả kiểm nghiệm không có ý nghĩa về mặt thống kê. Vì vậy, chúng không được thể hiện trong ước lượng này. 32 ổn hơn. Tuy nhiên, tương tự như trường hợp đối với sự biến động của sản lượng, nếu mức dự trữ ngoại hối vượt quá 1 ngưỡng nào đó, sự gia tăng trong việc ổn định tỷ giá sẽ làm giảm sự bất ổn trong đầu tư.37 Thứ ba, hội nhập tài chính có tác động tiêu cực đối với cả sự ổn định tỷ giá hối đoái thực và sự bất ổn trong đầu tư. Vì thế, chúng ta có thể kết luận rằng tự do hóa tài chính có thể giúp làm giảm sự biến động của sản lượng bằng cách làm cho cả tỷ giá hối đoái thực và việc đầu tư được ổn định hơn. Cuối cùng, các hồi quy biến động đầu tư cho thấy danh mục đầu tư ròng và dòng vốn cho vay của ngân hàng có thể gây ra sự bất ổn, mặc dù dòng vốn cho vay của ngân hàng có thể cho vay có thể làm cho tỷ giá hối đoái thực ổn định hơn. 5.1.2 CÁC KẾT QUẢ HỒI QUY VỀ CÁC KHÍA CẠNH KHÁC CỦA HIỆU QUẢ KINH TẾ VĨ MÔ Ngoài ra, chúng tôi lặp lại các thử nghiệm tương tự cho các biến liên quan đến các khía cạnh khác của hiệu quả kinh tế vĩ mô, cụ thể là, sự biến động của tổng chi tiêu – gồm chi tiêu tiêu dùng cá nhân và chi tiêu của chính phủ, sự biến động của tổng thu nhập quốc gia (GNI), và tỷ lệ của chúng. Động lực cho những ước lượng này tăng gấp đôi. Trước tiên, chúng ta cần tìm hiểu xem liệu có tồn tại một kênh nào khác, ngoài kênh đầu tư và kênh xuất khẩu ròng, mà cấu hình chính sách bộ ba sử dụng để tác động đến sự biến động của sản lượng. Thứ hai, tỷ lệ bất ổn trong tổng thu nhập quốc nội so với bất ổn trong tổng chi tiêu về cơ bản là một thước đo chia sẻ rủi ro. Nói cách khác, một sự cao hơn trong tỷ lệ này cũng đồng nghĩa với một sự thấp hơn trong độ bất ổn của tổng chi tiêu so với độ bất ổn của tổng thu nhập quốc nội, mà chúng có thể phát sinh khi các nhân tố kinh tế thành công trong việc đa dạng hóa rủi ro và kích cầu nền kinh tế. Do đó, nếu các lựa chọn chính sách bộ ba có thể làm giảm tỷ lệ này, thì đây được hiểu như là bằng chứng về sự chia sẻ rủi ro quốc tế thành công.38 Các kết quả hồi quy cho sự biến động trong tổng chi tiêu là không vững không chỉ đối với các biến kiểm soát vĩ mô mà còn đối với các biến bộ ba (chúng tôi không trình bày trong bài viết này). Mặc dù các kết quả ước lượng yếu có thể là do thiếu các chỉ dẫn cụ thể trong các hồi quy này, phát hiện này ít nhất cho thấy kênh tổng chi tiêu có thể bị loại trừ. Các cấu hình bộ ba tác động đến sự biến động của sản lượng thông qua kênh đầu tư hoặc là kênh xuất khẩu 37 Các ngưỡng dự trữ ngoại hối lần lượt là 18%GDP đối với mô hình (1), và 28% đối với mô hình (3) trong Bảng 3-1. Trong Bảng 3-2, chúng lần lượt là 14% đối với mô hình (1) và 26% đối với mô hình (3) 38 Tuy nhiên, việc biểu diễn theo chuỗi thời gian của tỷ lệ bất ổn trong tổng chi tiêu so với bất ổn trong tổng thu nhập quốc nội thì không có ý nghĩa gì. Trong khi tỷ lệ này dường như có khuynh hướng tăng nhẹ ở các quốc gia công nghiệp hóa, ví dụ, chúng thu được những lợi ích từ việc đa dạng hóa rủi ro và kích cầu nền kinh tế, không có khuynh hướng rõ ràng nào đối với nhóm quốc qua đang phát triển 33 ròng. Trong khi các kết quả ước lượng cho tổng thu nhập quốc nội được tìm thấy là khá tương đồng với ước lượng sự biến động của sản lượng, ước lượng liên quan đến tỷ lệ biến động của GNI so với biến động trong tổng chi tiêu cũng không có giá trị. Khi xét đến tình trạng bảo hộ nội địa phổ biến ở các nước đang phát triển thì các kết quả hồi quy không có ý nghĩa về mặt thống kê là điều không có gì đáng ngạc nhiên. Các quốc gia đang phát triển không chỉ thu được những lợi ích từ việc chia sẻ rủi ro quốc tế mà còn có thể gặt hái những lợi ích từ việc tự do hóa tài chính. 5.2 MỘT CÁI NHÌN CẬN CẢNH HƠN VỀ CÁC KÊNH TRUYỀN DẪN VÀ NHỮNG GỢI Ý CHÍNH SÁCH CHO KHU VỰC CHÂU Á Trong phần trình bày trước, chúng tôi đã phát hiện những nhân tố tác động đến sự biến động trong đầu tư và sự biến động trong tỷ giá hối đoái thực. Khác biệt này đưa ra lời khuyên rằng sự ảnh hưởng của các cấu trúc chính sách kinh tế vĩ mô quốc tế khác nhau tùy thuộc vào trọng tâm mà các nhà hoạch định chính sách đặt ra giữa hai mục tiêu chính sách này. Ví dụ, nếu nhà hoạch định chính sách đặt nặng việc ổn định tỷ giá thực hơn, thì tốt hơn nên theo đuổi chính sách ổn định tỷ giá hối đoái và hội nhập tài chính sâu hơn (có nghĩa là hạn chế mức độ độc lập tiền tệ), điều này có thể gây nên một tác động làm tăng biến động lên đầu tư và sản lượng, mặc dù câu trả lời cũng còn phụ thuộc vào mức độ dự trữ ngoại hối. Cụ thể hơn, kết quả từ mô hình (1) trong Bảng 3-2 cho thấy mức độ độc lập tiền tệ mạnh (hay yếu) sẽ làm tăng (hay giảm) biến động tỷ giá thực. Các kết quả ước lượng cũng cho thấy ngưỡng dự trữ ngoại hối (so với GDP) cần thiết cho sự độc lập tiền tệ mạnh (hay yếu) để có một tác động làm tăng (hay giảm thiểu) sự biến động trong đầu tư là 15% GDP, ngược lại khi xét đến mức độ ổn định tỷ giá mạnh (hay yếu) để có một ảnh hưởng làm giảm (hay tăng) sự biến động thì ngưỡng đó là 16%. Do đó, nếu một quốc gia thị trường mới nổi có dự trữ ngoại hối cao hơn 16% và cố gắng theo đuổi chính sách ổn định tỷ giá và hạn chế mức độ độc lập tiền tệ (chẳng hạn, kết hợp giữa ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính cao), thì quốc gia đó có thể đạt các mức độ ổn định thấp hơn không chỉ trong tỷ giá hối đoái thực mà còn cả trong đầu tư. Kết quả này có thể giải thích lý do tại sao nhiều nền kinh tế thị trường mới nổi, đặc biệt là những thị trường mở cửa thương mại quốc tế mạnh mẽ, như các nền kinh tế thị trường mới nổi Châu Á, có xu hướng thích ổn định tỷ giá và nắm giữ một số lượng lớn dự trữ ngoại hối trong khi cũng theo đuổi tự do hóa tài 34 chính. Phát hiện này có liên quan nhiều đến các nền kinh tế châu Á. Phần bảng (a) trong Hình 7 cho thấy các tỷ lệ trung bình của hội nhập thương mại (tổng kim ngạch xuất nhập khẩu trên GDP) đối với đầu tư (%GDP) từ 1990 đến 2006 của các nhóm khác nhau thuộc các nền kinh tế đang phát triển. Trong khi tỷ lệ của nhóm các nước Châu Á đang phát triển không thuộc nhóm mới nổi thấp hơn mức trung bình của toàn bộ nhóm nước thuộc nền kinh tế đang phát triển, tỷ lệ của các nền kinh tế thị trường mới nổi châu Á (EMG) là cao nhất trong số các nhóm được chia trong khu vực. Điều này có nghĩa rằng các kết quả được hiển thị trong cột (4) đến (6) của bảng 3-1 và 3-2 là có liên quan đến nhóm các nền kinh tế này hơn bất kỳ nhóm khác. Kết quả ước lượng của chúng tôi cho thấy rằng các nền kinh tế hội nhập sâu có thể làm giảm sự biến động trong cả đầu tư và tỷ giá hối đoái thực bằng cách theo đuổi chính sách ổn định tỷ giá hối đoái với điều kiện họ giữ mức độ dự trữ ngoại hối cao hơn. Bảng (b) đến (d) hiển thị lần lượt mức độ trung bình nắm giữ dự trữ ngoại hối (% GDP), ổn định tỉ giá (ERS), và độc lập tiền tệ (MI). Trong Bảng (b), mức độ của nắm giữ dự trữ ngoại hối của EMG châu Á là lớn hơn nhiều so với ngưỡng 15-16% như chúng tôi đã thảo luận ở trên, mặc dù cả hai chỉ số ERS và MI dao 35 động quanh mức trung bình của nhóm các nền kinh tế đang phát triển. Những bảng số liệu chỉ ra rằng nền kinh tế thị trường Châu Á mới nổi có thể đã theo đuổi chính sách kinh tế vĩ mô theo hướng toàn cầu hóa nhằm giúp giảm mức độ biến động trong cả đầu tư và tỷ giá hối đoái thực, hoặc ít nhất là tỷ giá hối đoái thực nếu không được cả hai. Trong thực tế, theo hình 8, EMGs châu Á có đạt được mức độ thấp hơn về biến động trong cả đầu tư và tỷ giá hối đoái thực hơn bất kỳ nhóm các nền kinh tế phát triển nào khác (đương nhiên, trừ những năm 1990 do cuộc khủng hoảng châu Á), và mức độ của các quốc gia này có thể so sánh với các nền kinh tế đã công nghiệp hóa. Hình 9 minh họa tác động được dự báo của các biến bộ ba bất khả thi lên những biến động về đầu tư và tỷ giá hối đoái thực, được tính toán bằng cách sử dụng các kết quả ước lượng được hiển thị trong Bảng 3-1. 39 Các bảng của hình 9 cho phép chúng ta có những quan sát thú vị về nền kinh tế các nước châu Á. 39 Các thanh trong hình vẽ thể hiện cho công thức α1TLMit + α3(TLMit x IRit) đối với từng chỉ số bộ ba và tương tác của từng chỉ số với dự trữ ngoại hối. Các kết quả tác động được tính bằng cách sử dụng các hệ số hồi qui và các giá trị thực của các chỉ số bộ ba và mức dự trữ ngoại hối. Tuy nhiên, do chỉ có 2 trong số 3 biến chỉ số bộ ba chạy trong cùng 1 hồi qui nên các kết quả thu được là từ 2 loại hồi quy: một với MI và ERS có trong biến TLMit và một là với ERS và KAOPEN, được sử dụng để tính mức ảnh hưởng của cả 3 chỉ số. Tác động của ERS được tính dựa vào mức trung bình của các hệ số ước lượng của 2 mô hình hồi quy. 36 37 Thứ nhất, giữa các nhóm khác nhau của các nền kinh tế đang phát triển, việc ổn định tỷ giá hối đoái và tương tác của nó với dự trữ ngoại hối đã góp phần đáng kể vào việc giảm thiểu biến động tỷ giá hối đoái thực qua các năm. Thứ hai, giữa các nhóm của các nền kinh tế châu Á đang phát triển và các nhóm của nền kinh tế không thuộc châu Á, vai trò của độc lập tiền tệ là khác nhau.40 Đối với nền kinh tế các nước châu á, nó là một yếu tố làm tăng cường biến động đầu tư mà tác động của nó tăng lên nhanh chóng trong giai đoạn cuối (2002-2006). Sự gia tăng này có thể được giải thích bởi sự gia tăng nhanh chóng trong mức độ nắm giữ dự trữ ngoại hối trong thời kỳ này. Mặt khác đối với nền kinh tế không thuộc châu Á, độc lập tiền tệ trở thành một yếu tố làm giảm biến động, đặc biệt là đối với các nền kinh tế Mỹ Latinh thông qua tác động của nó bị suy yếu dần trong thời kì cuối. 40 Bộ dữ liệu sẵn có cho thấy hầu hết “các quốc gia đang phát triển ở châu Á” đều có nền kinh tế thị trường mới nổi. 38 Thứ ba, ổn định tỷ giá và tương tác của nó với nắm giữ dự trữ ngoại hối, góp phần giảm biến động đầu tư giữa các nền kinh tế châu Á nhưng chỉ trong thời gian 2002-2006, trong khi nó từng là một yếu tố làm tăng biến động cho các nhóm nước khác trong suốt thời kỳ đó. Thứ tư, mặc dù chúng tôi đã tìm thấy trong các ước tính trước rằng một đất nước nắm giữ dự trữ ngoại hối hơn ngưỡng 15-16% GDP nên giảm những biến động trong cả đầu tư và tỷ giá hối đoái thực bằng cách theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ yếu và đẩy mạnh sự ổn định tỷ giá, tính bình quân những nền kinh tế châu Á không xuất hiện loại kết hợp chính sách đó. Trong giai đoạn năm năm cuối, mặc dù họ đã thành công trong việc giữ ổn định tỷ giá hối đoái thực góp phần làm giảm biến động đầu tư và ổn định tỷ giá hối đoái thực, mức độ độc lập tiền tệ của họ không đủ thấp để góp phần giảm bất ổn đầu tư với mức dự trữ ngoại hối cao. Thứ năm, hội nhập tài chính không đóng vai trò tác động đến biến động đầu tư và tỷ giá hối đoái thực, điều phản ảnh những tác động hai chiều đến tự do hóa tài chính như chúng ta đã thảo luận ở phần trước. Điều này cũng cho rằng sự thúc đẩy tự do hóa tài chính có thể không liên quan với ý định của các nhà hoạch định chính sách trong việc làm nhẹ đi biến động kinh tế vĩ mô qua việc mở cửa thị trường tài chính. Cuối cùng, cho tất cả các nhóm, gộp chung cả ba chính sách, đã tác động nghịch biến vào biến động tỷ gia hối đoái thực, nhưng tác động đồng biến đối với biến động đầu tư qua các năm, mặc dù ảnh hưởng gộp của bộ ba bất khả thi dường như không đáng kể cho nhóm các nền kinh tế Châu Mỹ La Tinh. Sự kết hợp chính sách bộ ba bất khả thi như nhân tố tăng biến động cho đầu tư không phải là mối quan tâm lớn đối với các nền kinh tế thị trường mới nổi Châu Á, nơi thương mại quốc tế hội nhập hoàn toàn (Hình 7a). Dòng đầu hình 10 trình bày mức độ biến động thực tế của sản lượng, đầu tư, và tỷ giá hối đoái thực (Thanh màu xanh dương) kết hợp với ảnh hưởng ước lượng của cấu trúc bộ ba bất khả thi (Thanh màu cam) cho thời kì 2002-2006, sử dụng hệ số tương quan ước lượng và dữ liệu thực tế cho mẫu (1) trong bảng 2-1 (cho biến động sản lượng) và mẫu (1) và (4) trong bảng 3-1 (cho biến động đầu tư và biến động tỷ giá thực). Dòng cuối cùng trình bày biểu đồ Kim cương cho từng nhóm quốc gia. Các số liệu trong ngoặc bên cạnh tên nhóm quốc gia báo cáo tỷ lệ trung bình của hội nhập thương mại đối với tỷ lệ đầu tư trong giai đoạn 2002-2006 để chỉ ra nền kinh tế hội nhập như thế nào. Đối với nhóm các nền kinh tế thị trường mới nổi Châu Á, sự kết hợp chính sách bộ ba 39 bất khả thi góp phần làm giảm biến động sản lượng và tỷ giá hối đoái thực, nhưng làm tăng biến động đầu tư. Tuy nhiên, những nền kinh tế này là hội nhập hoàn toàn (tỷ lệ tương quan của hội nhập thương mại với tỷ lệ đầu tư (x) là 4.83), ảnh hưởng giảm biến động của kết hợp chính sách bộ ba bất khả thi lên biến động tỷ giá hối đoái thực nên được xem trọng hơn ảnh hưởng làm tăng biến động lên biến động đầu tư, từ đó góp phần vào giảm biến động sản lượng. Tính bình quân, các EMGs châu Mỹ La Tinh ít hội nhập kinh tế (x=2.37). Chúng ta có thể thấy rằng ảnh hưởng của sự kết hợp chính sách bộ ba bất khả thi của các nền kinh tế này là bằng không mặc dù mức độ biến động đầu tư thì cao.41 Điều này cho biết các nền kinh tế này thiết kế chính sách bộ ba bất khả thi của họ theo cách không làm tăng biến động của đầu tư hay sản lượng. Như chúng ta đã biết, một cách lý tưởng, các nền kinh tế nên làm giảm bớt các biến động trong cả đầu tư và tỷ giá hối đoái thực bằng cách kết hợp vững chắc bộ ba bất khả thi. Điều này đặc biệt quan trọng cho các nền kinh tế theo đuổi chính sách ổn định đầu tư. Vì vậy, đối với các nền kinh tế có mức độ nắm giữ dự trữ ngoại hối cao (cao hơn ngưỡng 15-16% GDP), tốt hơn nên theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ yếu và đẩy mạnh ổn định tỷ giá hối đoái để họ có thể đạt sự ổn định cao hơn trong cả đầu tư và tỉ giá. Tuy nhiên, với các nền kinh tế có dự trữ ngoại hối thấp, sẽ tốt hơn nếu họ theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ mạnh và hạ thấp ổn định tỉ giá thực, mặc dù họ không thể tối thiểu hóa biến động của tỷ giá hối đoái thực.42 Bảng 5 trình bày tóm tắt các quan điểm này. 41 Lưu ý rằng thang đo mức độ biến động giữa các nhóm quốc gia là không giống nhau. 42 Như chúng ta đã thảo luận, mức độ hội nhập tài chính không có tác động đến những sự biến động này. Nhưng do có sự đánh đổi giữa độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá, mức độ dự trữ ngoại hối cao hay thấp cũng có thể giúp theo đuổi mục tiêu hội nhập tài chính. 40 Các nền kinh tế hội nhập cao có thể và nên tập trung vào việc theo đuổi ổn định tỷ giá hối đoái. Đối với nền kinh tế mở, thì biến động đầu tư trở nên ít quan trọng, nhưng nắm giữ dự trữ ngoại hối mức độ cao thì quan trọng hơn. Ổn định tỉ giá thì quan trọng, nhưng để giảm tác động làm tăng biến động lên tỉ giá, thì một quốc gia cần có dự trữ ngoại hối cao. Bởi vì độc lập tiền tệ là nhân tố làm tăng biến động cho tỷ giá hối đoái thực và bởi vì nó cũng có thể là nhân tố làm giảm biến động cho quốc gia có dự trữ ngoại hối cao, nên độc lập tiền tệ phải ở mức độ thấp. Như đã trình bày, chúng tôi đã tìm thấy ảnh hưởng của độc lập tiền tệ lên sự ổn định tỷ giá hối đoái thực là không đáng kể, nên độc lập tiền tệ có thể đặt ở mức trung tâm, phụ thuộc vào mức độ hội nhập của nền kinh tế như thế nào. Càng hội nhập kinh tế, càng tạo cơ hội cho độc lập tiền tệ nhích lên mức độ cao hơn, bởi vì sau đó nó có thể làm quên đi tác động làm tăng biến động của độc lập tiền tệ lên đầu tư (bảng 5). Điều này giải thích vì sao các nền kinh tế thị trường mới nổi, đa số có nền kinh tế rất hội nhập, như là một nhóm xuất hiện sự kết hợp cân bằng của chính sách bộ ba bất khả thi. Bảng B đến D của hình 10 một lần nữa thể hiện sự kết hợp của bộ ba bất khả thi đến các biến động của sản lượng, đầu tư, và tỷ giá hối đoái thực và biểu đồ Kim cương cho các nền kinh tế riêng lẻ ((b) nền kinh tế châu Á, (c) nền kinh tế châu Mỹ La Tinh, và (d) khác). Mặc dù 41 các dự báo được tóm tắt trong bảng 5 không hoàn toàn phù hợp với kinh nghiệm thực tế của các nền kinh tế riêng lẻ, chúng ta cũng có thể tìm ra một vài trường hợp tương ứng với những thảo luận trên. Braxin và Mehico có thể xem là những ví dụ điển hình của trường hợp (b), thể hiện trong bảng 5 - nền kinh tế đóng trong bối cảnh tỷ lệ đầu tư thương mại thấp, với dự trữ ngoại hối thấp, độc lập tiền tệ cao, ổn định tỉ giá thấp và hội nhập cao. Ai Cập là ví dụ điển hình cho trường hợp (a). Malaysia, Philippin, Thai Lan tương ứng với trường hợp (c) và (d) mặc dù nắm giữ dự trữ ngoại hối cao cho phép hai nền kinh tế sau có mức độ thấp trong việc ổn định tỉ giá. Đối với những nền kinh tế này, rõ ràng là chính sách bộ ba bất khả thi góp phần vào việc làm giảm biến động sản lượng bằng cách ổn định hóa tỷ giá hối đoái thực. Jordan là một ví dụ của trường hợp (c), trong khi Garbon là trường hợp (d). Một phát hiện thú vị là Trung Quốc: mức độ độc lập tiền tệ của nó là rất cao đến nỗi nó góp phần tích cực vào biến động đầu tư cao dù vẫn có sự kết hợp giữa dự trữ ngoại hối cao và ổn định tỉ giá cao. Mặc dù tác động làm tăng biến động của cấu trúc bộ ba bất khả thi vào đầu tư là cao, thì tác động làm giảm biến động vào tỷ giá hối đoái thực dường như đang được xem trọng hơn so với cái trước và góp phần làm giảm biến động sản lượng mặc dù nó không phải là nền kinh tế mở. Nhìn chung, cấu trúc chính sách bộ ba bất khả thi có vẻ phát huy hiệu quả trong việc giảm tỷ giá hối đoái thực cho các nền kinh tế châu Á. Đối với nhóm nền kinh tế này, nó là kênh thương mại mà qua đó chính sách bộ ba bất khả thi dường như đang tác động đến biến động sản lượng. 42 43 44 45 PHẦN III KẾT LUẬN Hơn một năm kể từ khi xảy ra cuộc khủng hoảng toàn cầu nghiêm trọng nhất kể từ cuộc Đại suy thoái, chúng tôi đã bắt đầu quan sát thấy những dấu hiệu phục hồi kinh tế, mặc dù tính bền vững của nó vẫn còn là một câu hỏi. Châu Á đã gây ấn tượng với thế giới về sức phục hồi nhanh của nó, do đó, đương nhiên đã thu hút sự chú ý từ của cả giới học thuật và những nhà hoạch định chính sách.43 Trong bài nghiên cứu này, đối với các đánh giá đang tiến hành, chúng tôi tập trung tìm hiểu xem làm cách nào mà khu vực này đối mặt với quá trình toàn cầu hóa tài chính, trong bối cảnh đa dạng hóa chính sách kinh tế vĩ mô quốc tế, thông qua lăng kính “bộ ba bất khả thi”. Các chỉ số “bộ ba bất khả thi’’ được phát triển bởi Aizenman và các cộng sự (2008) cho phép chúng ta theo dõi các mô hình thay đổi của các cấu trúc “bộ ba’’ giữa các nền kinh tế và chỉ rõ những khác biệt nổi bật trong việc lựa chọn các chính sách giữa các quốc gia công nghiệp hóa và các quốc gia đang phát triển giai đoạn 1970-2007. Xu hướng gần đây cho thấy các quốc gia công nghiệp hóa đã từng áp dụng ba khía cạnh của ‘’bộ ba bất khả thi’’ theo nhiều dạng thức khác nhau, nhưng các nước đang dần chuyển hướng tới một sự kết hợp sao cho độ ổn định tỷ giá hối đoái cao, hội nhập tài chính sâu và mức độ độc lập tiền tệ thấp, một xu hướng được minh chứng thông qua các quốc gia sử dụng đồng Euro. Mặt khác, các quốc gia mới nổi dường như có xu hướng hội tụ hướng về “vùng trung tâm” với cơ chế tỷ giá hối đoái thả nổi có quản lý, trong khi vẫn duy trì mức độ trung bình trong độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính. Thật thú vị, đối với các nền kinh tế thị trường Châu Á mới nổi, việc hội tụ này không phải là một hiện tượng gần đây. Vào đầu những năm 1980, ba chỉ số của bộ ba bất khả thi đã được nhóm lại xung quanh phạm vi trung tâm trong mô hình tam giác, mặc dù ổn định tỷ giá là lựa chọn phổ biến nhất. Một điểm khác nữa là hướng phát triển gần đây liên quan đến mức dự trữ ngoại hối ở mức độ cao, cũng là một đặc điểm mà chúng tôi đưa vào phân tích. Phát hiện của chúng tôi là các cấu trúc chính sách của các nền kinh tế đã phát triển qua nhiều năm phải cho thấy sự kết hợp của ba chính sách có liên quan mật thiết đến thế mạnh và 43 Tham khảo bài báo nói về sự phục hồi của châu Á sau khủng hoảng tài chính 2008-2009, số xuất bản ngày 15/08/2009 của tạp chí The Economist. 46 điểm yếu của quốc gia trong việc thực thi kinh tế vĩ mô, thể hiện qua biến động sản lượng, biến động lạm phát, và tỷ lệ lạm phát trung hạn. Để có thể thấy được các đặc tính riêng mà các quốc gia châu Á đã trải nghiệm trên cả hai khía cạnh không gian và thời gian, chúng tôi sử dụng dạng phân tích dữ liệu bảng (loại dữ liệu kết hợp dữ liệu chéo và dữ liệu theo thời gian) Chúng tôi đã thu được một loạt các kết quả thú vị. Đầu tiên, chúng tôi thấy rằng một số những sự lựa chọn chính sách ảnh hưởng đáng kể đến biến động sản lượng và tỷ lệ lạm phát. Cụ thể, độc lập tiền tệ càng cao dường như có liên quan đến việc làm giảm mức biến động của sản lượng. Các nền kinh tế có mức ổn định tỷ giá hối đoái cao có xu hướng làm cho sản lượng biến động hơn, mặc dù hiệu ứng này có thể được giảm nhẹ bằng cách giữ một mức độ dự trữ ngoại hối cao hơn ngưỡng 20% GDP. Kết quả này tương đồng với hiện tượng xảy ra ở nhiều nền kinh tế thị trường mới nổi có dự trữ ngoại hối lớn. Chúng tôi cũng thấy rằng những quốc gia có mức độc lập tiền tệ cao có xu hướng trải qua lạm phát cao, trong khi các quốc gia có mức ổn định tỷ giá cao thì có xu hướng trải qua lạm phát thấp. Hơn nữa, hội nhập tài chính sâu có liên quan tới việc giảm lạm phát. Tuy nhiên, chúng tôi tìm thấy một số bằng chứng rằng nếu các nền kinh tế theo đuổi sự ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính trong khi đang nắm giữ một dự trữ ngoại hối đáng kể, thì họ có thể trải qua một sự gia tăng mức độ lạm phát. Phát hiện này cho thấy các nền kinh tế có mức dự trữ ngoại hối quá mức rốt cuộc cũng có thể đối mặt với một hạn chế trong việc cân đối ngoại hối. Chúng tôi cũng thấy rằng chính sách độc lập tiền tệ cao giúp làm giảm biến động đầu tư. Tuy nhiên, nếu mức độ dự trữ ngoại hối vượt quá 15-20% GDP, thì độc lập tiền tệ càng cao lại có thể làm tăng biến động đầu tư bằng cách cung cấp thanh khoản quá nhiều và do đó làm cho chi phí vốn biến động mạnh. Tuy nhiên, tác dụng làm tăng biến động của ổn định tỷ giá đối với đầu tư có thể được giảm nhẹ bằng cách duy trì lượng dự trữ ngoại hối ở mức cao. Chúng tôi cũng thấy rằng hội nhập tài chính cao giúp làm giảm biến động tỷ giá hối đoái thực. Kết quả của chúng tôi chỉ ra rằng các nhà hoạch định chính sách trong một nền kinh tế mở thích theo đuổi chính sách ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính sâu trong khi duy trì một lượng lớn dự trữ ngoại hối bởi vì sự kết hợp chính sách này sẽ giúp họ ổn định cả đầu tư và tỷ giá hối đoái thực. Tóm lại, chúng tôi thấy rằng các quốc gia châu Á, đặc biệt là các quốc gia mới nổi, được trang bị cấu trúc chính sách kinh tế vĩ mô làm giảm sự biến động của tỷ giá hối đoái thực. Dự trữ 47 ngoại hối đáng kể của các quốc gia này giúp tăng cường hiệu ứng ổn định hóa trong những lựa chọn chính sách bộ ba bất khả thi, trong khi cho phép họ đạt được các sự sắp đặt chính sách hướng về “vùng trung tâm” của tam giác. Phát hiện này cung cấp động cơ của hiện tượng tăng cường dự trữ ngoại hối gần đây trong khu vực này. 48 PHỤ LỤC: THƯỚC ĐO BỘ BA BẤT KHẢ THI Độc lập tiền tệ (MI) Mức độ độc lập tiền tệ được đo lường bằng hàm nghịch đảo của mức tương quan hàng năm của lãi suất hàng tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở. Lãi suất được dùng để tính toán ở đây là lãi suất thị trường tiền tệ. Chỉ số mức độ độc lập tiền tệ được xác định như sau: Trong đó: i: quốc gia sở tại, j: quốc gia cơ sở. Với công thức trên, giá trị tối đa là 1, giá trị tối thiểu là 0. Giá trị càng tiến về 1 có nghĩa là chính sách tiền tệ càng độc lập.2,3 Ở đây, quốc gia cơ sở được định nghĩa như là quốc gia mà chính sách tiền tệ của quốc gia sở tại có sự gắn kết, theo Shambaugh (2004). Các quốc gia cơ sở gồm Úc, Bỉ, Pháp, Đức, Ấn Độ, Mã Lai, Nam Phi, Vương quốc Anh, và Mỹ. Một số quốc gia cơ sở được xác định theo cơ sở dữ liệu có sẵn của Shambaugh, những quốc gia cơ sở còn lại được xác định dựa trên Báo cáo hàng năm về cơ chế tỷ giá và những hạn chế ngoại hối (AREAER) và Central Intelligence Agency Factbook (CIA Factbook) của Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF). Ổn định tỷ giá (ERS) Độ ổn định tỷ giá được đo lường bằng độ lệch chuẩn của tỷ giá, được tính theo năm dựa trên dữ liệu tỷ giá hàng tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở. Độ ổn định tỷ giá nằm giữa 0 và 1. Nếu chỉ đơn thuần áp dụng công thức này thì chỉ số ERS có xu hướng rất thấp. Điều này có nghĩa là nó sẽ phóng đại “mức độ linh hoạt” của tỷ giá hối đoái, đặc biệt trong trường hợp tỷ giá dao động trong một biên độ hẹp nhưng lại hiếm khi được định giá lại. Để tránh khuynh hướng này, chúng tôi áp dụng ngưỡng thay đổi tỷ giá hối đoái đã được trình bày trong các lý thuyết. Đó là, nếu tỷ lệ thay đổi tỷ giá hối đoái hàng tháng nằm trong dãy +/-0.33%, chúng tôi xem như tỷ giá hối đoái là “cố định” và gán giá trị 1 cho chỉ số ERS. Chỉ số ERS càng tiến về 1 có nghĩa là tỷ giá càng ổn định. 49 Hội nhập tài chính (KAOPEN) Trong ba chỉ số đo lường bộ ba bất khả thi, khó nhất là đo lường mức độ hội nhập tài chính. Mặc dù đã có nhiều thước đo được dùng để diễn tả mức độ và cường độ của việc kiểm soát vốn, nhưng nhìn chung chúng đều thất bại vì những phức tạp trong thực tế rất khó phản ánh. Dù sao, để đo lường mức độ hội nhập tài chính, chúng tôi sử dụng chỉ số độ mở tài khoản vốn (KAOPEN) được phát triển bởi Chinn và Ito (2006, 2008). KAOPEN dựa trên thông tin trong Báo cáo hàng năm về cơ chế tỷ giá và những hạn chế ngoại hối (AREAER) do IMF phát hành. Cụ thể, KAOPEN là công cụ đầu tiên được chuẩn hóa của các biến có liên quan đến chính sách đa tỷ giá, những hạn chế trong giao dịch tài khoản vãng lai, những hạn chế trong giao dịch tài khoản vốn, và yêu cầu của việc từ bỏ nguồn thu xuất khẩu. Do dựa vào thông tin trong Báo cáo hàng năm về cơ chế tỷ giá và những hạn chế ngoại hối nên chỉ số KAOPEN chỉ cho ta thấy độ mở tài khoản vốn theo pháp lý (trái với thực tế - không chính thức – được đề xuất bởi Lan và Milesi-Ferretti [2006]). Việc lựa chọn đơn vị đo lường độ mở tài khoản vốn theo pháp lý có thể không phản ánh đúng mức những gì diễn ra trong thực tế; các đơn vị đo lường thực tế (không chính thức) liên quan đến kiểm soát vốn phản ánh hiện thực chính xác hơn. Chỉ số Chin-Ito (KAOPEN) biến thiên giữa 0 và 1. Giá trị càng cao của chỉ số này cho thấy quốc gia càng mở cửa hơn đối với các giao dịch vốn xuyên quốc gia. Chỉ số này của 181 quốc gia trong giai đoạn 1970 đến 2006 là có sẵn. Bộ dữ liệu mà chúng tôi nghiên cứu không bao gồm Mỹ.

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdftcqt_hoan_chinh__2371.pdf
Luận văn liên quan